Определение расчетного расхода воды для проектирования водосборных сооружений

           Поступление солнечной  радиации на земную поверхность определяется астрономическими факторами(продолжительность  дня и высота солнца), режимом  облачности и прозрачностью атмосферы. Необходимые данные приводим в виде таблицы. 

Таблица «Годовая суммарная радиация». 

   

  

2. Определение расчетных гидрологических

характеристик стока 

2.1. Годовой сток разной  обеспеченности 

   Протекание  гидрологических явлений при  повторении не является однородным. Причиной этому служит вероятностный характер гидрологических параметров, который  обуславливается зависимостью многих действующих факторов способностью меняться во времени. Гидрологические параметры характеризуются совокупностью возможных их значений и вероятностью, с которой они могут появляться. С учетом данных особенностей в гидрологических расчетах имеют широкое применение кривые распределения. Существуют методы подбора теоретической кривой распределения: метод наибольшего правдоподобия, метод моментов и графоаналитический метод. В данной работе согласно [11,12] подбор теоретической кривой обеспеченности осуществляем методом наибольшего правдоподобия и методом моментов.

   Для подбора теоретической кривой распределения  по данным методам необходимо по данным наблюдений определить три параметра  кривой:

   1. среднеарифметическое значение  ряда  :

                                       л/с·км².   

   2. коэффициент вариации Cv, который представляет собой отношение среднеквадратического отклонения ряда к его среднему значению:

                                      

               где =Q_i/a − переходный коэффициент;

   3. коэффициент асимметрии кривой  C_s , характеризующий степень несимметричности кривой распределения относительно среднего значения Q:

                                       

   Определим суммарный среднегодовой расход в створе:

                                       , м³/с;

   Метод наибольшего правдоподобия

   Метод разработан применительно к трехпараметрическому гамма-распределению.

   Вычисляем две статистики λ₂ и λ₃: 

    ;

    ;

   Из-за невозможности по вычисленным статистикам  λ₂ и λ₃ в соответствующей номограмме [11, приложения 1, листы 24-28] снять с графика значения C_v и C_s/C_v данный метод в работе не применяется.

   Метод моментов

   Принимая  во внимание то, что значение  C_s, вычисленное в предыдущем пункте, имеет большую погрешность (т.к. ряд наблюдений менее 100 лет), его находим из соотношения C_s/C_v, при котором теоретическая кривая обеспеченности, построенная на клетчатке вероятностей, совпадает в пределах наблюдений с эмпирической кривой обеспеченности (C_v=0,13, C_s=0,70).

   Для того, чтобы построить эмпирическую кривую обеспеченности расходов в координатах (K,p), необходимо исходный ряд расположить в порядке убывания, и эмпирическую обеспеченность p_i каждого K_i вычисляем по формуле:

                                             %

               где − порядковый номер члена ряда, расположенного в порядке

        убывания;

         − количество членов в ряду.

       Получаем точки (K_i, p_i) и наносим на клетчатку вероятностей и по ним проводим осредненную плавную сглаженную кривую.

       После чего рассчитываем координаты теоретической кривой обеспеченности и наносим на туже клетчатку. Ординаты теоретической кривой (K_p) вычисляем по формуле:

     

            где  C_v− коэффициент вариации;

                    − отклонение ординаты кривой обеспеченности от середины, равной единице (K_p=1) при C_v=1, выписываются из таблицы Фостера-Рыбкина в зависимости от обеспеченности p и коэффициента асимметрии C_s.

      Проведенная по теоретическим точкам кривая должна совпадать с эмпирической. Если такого не произошло, то необходимо изменить соотношение C_s/C_v , и аналогичным способом продолжать расчеты до тех пор, пока не совпадут обе прямые.

      Для последующих расчетов принимаем  кривую трехпараметрического гамма-распределения.

      Определим годовой сток обеспеченностью 5%, 75%, 90%, 97%, 99%. 

      , м³/с;

            где K_p− модульный коэффициент кривой трехпараметрического

                     гамма-распределения.

, м³/с;

, м³/с;

, м³/с;

, м³/с;

, м³/с;

, м³/с. 

   Получаем в качестве исходных данных статистический ряд расходов среднегодового стока в виде модулей стока q, л/с · км ², и по подобранной теоретической кривой распределения определяем расходы воды разной обеспеченности Q_р в створе реки. Подбор теоретической кривой распределения осуществляем по методам наибольшего правдоподобия, моментов и графоаналитическому согласно [11, 12]:  

                                                              _      

                                                         Q _р  =   Q ·  K_р , м³/с;                                             (1) 

                                           , м³/с;                          (2)

                                                         , л/с·км²,                               (3)

       где  n – количество членов статистического ряда;

       F – площадь водосбора, км²;

      _

      Q – суммарный среднегодовой расход в створе, м³/с;

K_р - модульный коэффициент, значение которого определяется согласно [11, 12] для разных обеспеченностей p, приведенных в задании. 

2.2. Расчет внутригодового  распределения стока 

    Внутригодовое распределение стока зависит от водности реки. Выделяют многоводные, средневодные и маловодные годы. В нашей работе предусматривается расчет внутригодового распределения стока по месяцам для очень многоводного года, характеризующегося обеспеченностью p = 5 %, среднего по водности и очень маловодного с обеспеченностью p = 95 %.

    Для получения ступенчатых гидрографов  месячного стока, соответствующих  указанным трем градациям водности, воспользуемся схемой безразмерного внутригодового распределения стока, содержащегося в государственном водном кадастре [1, табл. 53]. Результаты расчета помещаем в таблицу 1. 
 
 

Таблица 1 «Внутригодовое распределение стока».